黃宇元， 李仲飛， 張 浩

一、引 言

一直以來，基金經(jīng)理的投資能力都是資本市場關心的重要問題之一?；鸾?jīng)理的投資能力不但關系著廣大投資者的切身利益，而且還與經(jīng)典金融理論中的“有效市場假說”有直接的聯(lián)系，它的識別被認為是對有效市場假說的間接檢驗，是金融市場研究的核心問題之一。

一般而言，刻畫基金經(jīng)理投資能力的一個主要維度是擇時能力(Fama，1972)，即基金經(jīng)理依據(jù)預期市場條件調整投資組合的市場風險敞口的能力。Treynor & Mazuy (1966)和Fama (1972)等首先研究了基金市場的市場收益擇時能力。該理論認為，如果基金經(jīng)理相信自己能夠準確預測市場條件，那么他將根據(jù)預期市場條件調整其投資組合的市場風險敞口*例如，在預期市場收益上升時增加投資組合的市場風險敞口，下降時則降低投資組合的市場風險敞口。通過不斷地調整投資組合的市場風險敞口來達到“增加收益，降低損失”的目標。。早期基金擇時能力的研究主要集中于市場收益擇時。由于市場收益具有不可預測性，基金經(jīng)理通常難以通過預測市場收益進而對基金投資組合的市場風險敞口進行合理的調整(Busse，1999)。但事實上，基金經(jīng)理為了提高業(yè)績并獲取更高傭金，可能會通過市場中其他可預測的市場條件動態(tài)地調整基金投資組合的市場風險敞口，因此有必要考察基金經(jīng)理在其他具有可預測性的市場條件下的擇時能力。

經(jīng)過近50年的發(fā)展，基金市場擇時能力研究主要可以分為三類市場條件的擇時：市場收益擇時、市場波動擇時和市場流動性擇時。目前，國內基金擇時能力研究主要集中于市場收益擇時(陳浪南等，2014)和市場波動擇時(馬超群等，2005)。本文則主要關注流動性擇時，這是因為：第一，市場流動性便于觀測，且具可持續(xù)性特征(Pástor & Stambaugh，2003；梁麗珍和孔東民，2008)，因而相比市場收益，更容易被基金經(jīng)理預測。第二，市場流動性與基金業(yè)績之間有著較為明確的正向關系(Acharya & Pedersen，2005；張崢等，2013)，基金經(jīng)理可通過預測市場流動性來調整投資組合提升業(yè)績，并能吸引更多資金流入，使得基金管理規(guī)模擴大從而獲得更高傭金(肖峻和石勁，2011)。第三，市場流動性是金融市場交易的活動程度和市場效率的重要指標(張玉龍和李怡宗，2013)。最后，市場流動性是資產定價的重要因子，高的流動性伴隨著高的資產收益(Acharya & Pedersen，2005)。

在相關研究中，Cao et al. (2013b)首先研究了共同基金的流動性擇時能力。他們使用Pástor & Stambaugh (2003)和Amihud (2002)的流動性指標，作為市場流動性的代理變量估計了流動性擇時能力，發(fā)現(xiàn)美國基金市場存在顯著的流動性擇時能力，即基金經(jīng)理在預期市場流動性增加(減少)時增加(減少)了投資組合的市場敞口。他們的研究結果證實了市場流動性在基金的資產配置決策和投資組合的市場敞口調整中起著重要的作用。Cao et al. (2013a)使用類似于Cao et al. (2013b)的分析方法，研究了美國對沖基金的流動性擇時能力，實證發(fā)現(xiàn)美國對沖基金也具有流動性擇時能力；進一步，他們強調了區(qū)分流動性反應能力和流動性擇時能力的重要性并相應地做了穩(wěn)健性檢驗。Stefanova & Siegmann (2017)則使用最優(yōu)變點方法，實證檢驗了美國對沖基金的市場敞口和市場流動性的關系，發(fā)現(xiàn)在2003年之前，對沖基金的市場敞口與市場流動性具有負相關性，但是在2003年之后基金市場敞口與市場流動性呈現(xiàn)正相關性。他們的實證結果表明，對沖基金存在流動性擇時能力。Bodson et al. (2013)使用同時包含市場收益擇時、市場波動擇時和市場流動性擇時的全局模型研究了美國共同基金的擇時能力，實證結果發(fā)現(xiàn)僅有13.38%的樣本基金顯示出顯著為正的市場流動性擇時能力。李仲飛等(2015)針對中國基金市場宏觀層面的流動性擇時能力的研究發(fā)現(xiàn)，中國股票型開放式基金存在顯著為正的流動性擇時能力。由此可見，市場流動性作為市場條件對基金管理其投資組合市場風險敞口起著重要作用。本文認為，市場流動性是基金資產配置決策的一個重要影響因素，因此非常有必要研究基金的流動性擇時能力。

目前國內尚未有關于個體基金流動性擇時能力研究的文獻，本文對基金流動性擇時能力的研究有望補充這一方面的內容。本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一是借鑒Busse(1999)的方法，揭示了基金的最優(yōu)市場風險敞口與市場流動性的關系，并在此基礎上分析了基金經(jīng)理根據(jù)市場流動性調整市場風險敞口的流動性擇時策略行為。二是實證研究中利用中國證券市場上的股票型基金作為樣本，實證探討了我國證券市場中個體基金是否具有流動性擇時能力，個體基金的流動性擇時能力與基金特征之間有何種關系以及個體基金的流動性擇時能力是否能預期下一期的基金業(yè)績。

二、模型的建立

為了刻畫基金經(jīng)理的市場波動擇時能力，Busse (1999)首先使用理論模型分析了投資組合優(yōu)化下的市場波動擇時行為。該模型在基金經(jīng)理效用最大化的基礎上，得出基金的最優(yōu)市場風險敞口，并進而考察了基金最優(yōu)市場風險敞口與市場波動性之間的關系，揭示了基金經(jīng)理根據(jù)市場波動動態(tài)調整市場風險敞口的機理。本文依照Busse (1999)的分析框架對基金的流動性擇時能力進行理論分析。

假設基金收益的生成過程服從如下的因子模型，并且其因子系數(shù)具有時變性*因子系數(shù)允許具有時變性的假設，事實上反映了主動管理型基金具有根據(jù)市場狀況來動態(tài)優(yōu)化配置其投資組合的可能。，因而基金在期的收益可以表示為：

(1)

其中，Rp,t+1是基金p在第t+1個月的超額收益率，Rj,t+1是因子j在第t+1個月的超額收益率，αp,t是基金p在第t個月已知的異常收益率(通常被認為是基金的選股能力)，βj,p,t是基金p在第t個月選定的因子j對應的因子負荷，εp,t+1表示基金p在第t+1個月的收益誤差項。

遵照Busse (1999)的假設，令基金收益服從條件正態(tài)分布，因此Et(εp,t+1)=0并且Et(Rj,t+1εp,t+1)=0，其中Et(·)表示基于第t/個月信息的條件期望。

使用上述正態(tài)性假設，對式(1)兩邊分別基于t期信息求條件期望，可以得到：

(2)

假定因子之間是相互正交的，因而基金收益的條件方差可以寫成：

(3)

maxβ1,p,t,β2,p,t,…,βk,p,tEt[Ut+1(Rp,t+1)]

(4)

上述最優(yōu)化問題的解應滿足如下的最優(yōu)性條件：

(5)

對式(5)進行展開，可以得到：

(6)

對式(6)進行求解，可得最優(yōu)解：

(7)

(8)

進一步，考慮到基金的市場擇時能力反映了基金預測未來市場狀況并動態(tài)調整市場風險敞口的能力，按照以往擇時模型的研究(Cao et al.，2013a)，通?？梢约僭O基金收益的生成過程滿足如下四因子模型：

Rt+1=α+βm,tRm,t+1+βSMBSMBt+1+βHMLHMLt+1+βUMDUMDt+1+εt

(9)

其中，Rt+1=rt+1-rf,t+1是基金在第t+1個月的超額收益率，rf,t+1是無風險收益率，Rm,t+1=rm,t+1-rf,t+1是市場組合在第t+1個月的超額收益率，rm,t+1是市場組合在第t+1個月的收益率，SMB是Fama & French(1992)三因子中的規(guī)模因子，HML是Fama & French三因子中的賬面市值比因子*SMB和HML的計算方法主要參考了北京大學姜國華教授等人的方法。，UMD是Carhart(1997)四因子模型中的動量因子；εt是誤差項；α是基金經(jīng)風險調整后的收益，βm,t是基金時變的市場風險敞口，βSMB是基金的規(guī)模因子負荷，βHML是基金的賬面市值比因子負荷，βUMD是基金的動量因子負荷。式(9)反映了基金經(jīng)理在第t個月基于他對第t+1個月市場狀態(tài)的預期，調整基金市場風險敞口βm,t并在第t+1個月獲取基金收益的行為。

流動性擇時能力定義為基金經(jīng)理預測未來市場流動性并據(jù)此對基金投資組合的市場風險敞口進行策略性調整的能力。為了度量流動性擇時能力，與Ferson & Schadt (1996)、Busse (1999)、Cao et al. (2013b)等文獻類似，本文允許基金投資組合的市場風險敞口(即貝塔系數(shù))根據(jù)市場流動性變化而變動，并使用一階泰勒展開把基金的市場貝塔系數(shù)表示成市場流動性與其時間序列上平均值之差的線性函數(shù)：

(10)

把式(10)代入式(9)，得到具有市場流動性擇時項的四因子模型：

(11)

三、數(shù)據(jù)來源、重要指標度量和描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究對象為中國證券市場中的主動管理開放式股票型基金，樣本基金包含普通股票型和偏股混合型基金，樣本期是2001年10月到2014年2月。本文剔除了投資風格類型標識不明和樣本數(shù)小于24個的基金，共獲得427支樣本基金。樣本采用月度數(shù)據(jù)，其中基金收益數(shù)據(jù)、基金特征數(shù)據(jù)、股票市場收益數(shù)據(jù)和無風險利率數(shù)據(jù)均來自CSMAR金融數(shù)據(jù)庫，基金的風格分類數(shù)據(jù)則來自WIND金融數(shù)據(jù)庫。市場組合收益率使用滬深A股市場所有股票的市值加權平均收益率，無風險利率采用一年期定期存款利率的月度化利率作為代理指標。

(二)指標的度量及統(tǒng)計性描述

1.流動性度量及統(tǒng)計性描述

梁麗珍和孔東民(2008)、張崢等(2013)在研究中國證券市場流動性問題時均發(fā)現(xiàn)Amihud (2002)的非流動性指標是較好的流動性代理指標。由于Amihud的非流動性指標刻畫的是非流動性，為了方便表述，本文使用Amihud的非流動性指標的相反數(shù)作為流動性的代理變量。Amihud的非流動性指標定義如下：

(12)

其中，Illiqi,t是股票i在第t月的Amihud非流動性度量，ri,d,t是股票i在第t月第d天的收益，vi,d,t是股票i在第t月第d天的人民幣交易量(以百萬為單位)，Di,t是股票i在第t月的當月交易天數(shù)。此處要求Di,t≥10，否則不予計算。Amihud指標值越大則表明，單位成交金額對股票收益的沖擊越大，股票流動性越差。類似于Amihud(2002)，使用滬深A股市場所有個股的非流動性指標來構造市場流動性的度量Lm,t，即：

(13)

其中，Nt是第t月的股票數(shù)，也即個股非流動性指標可用的股票數(shù)。

基于以上計算，對式(11)中的四因子變量和流動性指標進行描述性統(tǒng)計分析，由于其中部分指標采用的是市場的平均值，所以我們僅在時間維度上給出統(tǒng)計性描述，見表1。

表1 四因子和流動性指標的描述性統(tǒng)計

根據(jù)Wind金融數(shù)據(jù)庫的基金風格分類，按市值維度可以把主動管理開放式股票型基金分為大盤、小盤和中盤基金*由于在樣本期中，小盤基金組僅有4支基金，因此文中把中盤基金和小盤基金進行合并處理，命名為中小盤組。；也可按照價值—成長維度分為價值型、平衡型和成長型基金。表2描述了不同投資風格基金組的基本情況。

表2 各類型組的基本情況

2.基金特征指標的度量與統(tǒng)計性描述

根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性和以往研究文獻的經(jīng)驗，選取如下基金特征變量來對基金流動性擇時能力進行解釋：

1)Age(基金年齡)?；鹉挲g被定義為樣本基金在CSMAR數(shù)據(jù)中提供的首個收益率的時間點與2014年2月之間的時間長度，使用年為度量單位。

2)TNA(基金凈資產)。通常使用基金資產凈值作為基金規(guī)模的代理，本文以百萬人民幣為度量單位。為了控制變量的偏度，本文對變量TNA進行對數(shù)化。

5)HC(持股集中度)。類似于劉莎莎等(2013)，本文定義基金的持股集中度為基金持有股票數(shù)量的倒數(shù)，即HCj,t=1/nj,t。其中，nj,t表示基金j在第t個月持有的股票支數(shù)?；鸬某止芍?shù)數(shù)據(jù)可以從基金每半年公布一次的半年報中的基金持倉明細中獲得。HCj,t數(shù)值越大，則說明基金j持股的分散化程度越大；反之則越小。

6)Turnover(換手率)。本文將換手率定義為在半年度中股票買入總成本和股票賣出總收入兩者最小值與該半年度的基金凈值水平之比，即Turnoverj,t=min(PurchaseCostj,t,SaleIncomej,t)/TNAj,t。其中，PurchaseCost是基金在半年度報告中股票買入總成本，SaleIncome是半年度報告中股票賣出總收入。換手率主要可以度量基金交易股票的頻率。

7)EFR(交易費用率)。交易費用反映基金出于交易目的的支出。基金的交易量越大，交易頻率越高，其交易費用越大。本文使用實際發(fā)生的總交易費用占基金凈值比例作為代理變量。

8)OFR(其他費用率)。其他費用率指代基金在運營期間實際發(fā)生的總費用扣除交易費用后的部分占基金凈值的比例，主要包括管理人報酬、托管費、銷售服務費、財務費用以及其他非交易成本等。

9)Cash(現(xiàn)金持有比例)。現(xiàn)金持有比例定義為現(xiàn)金持有總額與基金凈資產之比。Simutin(2014)認為現(xiàn)金持有比例作為基金的特征對基金業(yè)績有重要影響。

各特征變量的描述性統(tǒng)計見表3。

表3 基金特征的描述性統(tǒng)計量

(三)流動性擇時能力的描述性統(tǒng)計分析

以式(11)為基礎，參考李仲飛等(2015)的研究，對樣本數(shù)不少于24個的基金的流動性擇時能力進行估計。表4是個體基金流動性擇時能力的描述性統(tǒng)計，表5是不同類型基金組的流動性擇時能力在平均水平上的差異性檢驗結果。

表4 個體基金流動性擇時能力的描述性統(tǒng)計

由表4可知，從流動性擇時能力系數(shù)平均值來看，股票型基金組相比偏股型基金組具有更高的流動性擇時能力，表5對兩者流動性擇時能力系數(shù)平均值的差異性檢驗反映了這一現(xiàn)象。股票型基金相比偏股型基金有更高的持股比例要求，一般而言會面臨更高的市場風險。這說明持有風險更高的基金會具有更強的流動性擇時能力。表4和表5的結果都表明，中小盤基金比大盤基金的流動性擇時能力更強，這與Cao et al. (2013b)的推論一致。表4還顯示，成長型組、平衡型組與價值型組的流動性擇時能力依次遞減。通過對成長型基金和平衡型基金流動性擇時能力系數(shù)平均值的差異性檢驗發(fā)現(xiàn)，前者比后者具有更強的流動性擇時能力，但其他兩兩組合的流動性擇時能力比較結果則不顯著*價值型基金數(shù)目太少，導致均值差異性檢驗的自由度降低，其檢驗的功效不強。。

表5 基金流動性擇時能力差異檢驗

注：表中使用“*、**、***”來分別表示在“10%、5%、1%”的顯著性水平下顯著。

表6進一步統(tǒng)計了各基金組中流動性擇時能力系數(shù)顯著的基金個數(shù)和比例。結果顯示，大約30%的樣本基金呈現(xiàn)出顯著為正的流動性擇時能力，而流動性擇時能力顯著為負的基金個數(shù)為0。特別地，相對于大盤基金，中小盤基金的流動性擇時能力顯著為正的比例更高，這從側面反映了中小盤基金具有更高的流動性擇時能力。

表6 個體基金流動性擇時能力顯著性統(tǒng)計表

注：表中使用具有一階滯后項的Newey-West異方差自相關一致估計進行回歸，并使用5%的顯著性水平來確定基金流動性擇時系數(shù)的顯著性。

四、實證分析

(一)基金的流動性擇時能力影響因素分析

前文對流動性擇時能力的研究發(fā)現(xiàn)，更高風險的成長型基金和更差流動性的中小盤基金具有更強的流動性擇時能力。而基金特征描述性統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，基金分類與基金上述九個特征的大小之間有緊密的關系。那么，基金的流動性擇時能力是否受到上述基金特征的影響？影響程度有多大？

為此，利用前文所得到單支基金的流動性擇時能力指標，從橫截面水平上，建立基金流動性擇時能力與基金特征之間的線性回歸模型如下*由于基金持股流動性衡量基金持股組合的總體流動性水平，而基金流動性擇時能力則反映了基金市場風險敞口對市場流動性的敏感程度，從含義上看，兩者之間并不存在內生性；而且我們在解釋變量基金持股流動性時，是以時序上持股組合流動性的平均值作為代理，能夠很大程度上緩解變量之間的內生性問題。：

(14)

表7結果表明，基金年齡、持股組合流動性、基金的資金流量和現(xiàn)金持有比例等基金特征對基金的流動性擇時能力有顯著性影響，而其他變量則對流動性擇時能力影響不顯著。首先，基金年齡與流動性擇時能力成負相關關系，這個結論與美國基金市場中的研究相反(Cao et al.，2013b)，而與國內基金的業(yè)績和存在時間之間負相關的研究結論一致*劉莎莎等(2013)對國內基金的實證研究發(fā)現(xiàn)基金存在時間越長其業(yè)績越差。。其次，本文發(fā)現(xiàn)，在平均意義上，持有流動性差的股票資產和現(xiàn)金持有比例低的基金，通常具有更強的流動性擇時能力。這反映了流動性差的基金在市場流動性變化時可能面臨更大的流動性風險。因此，基金經(jīng)理會更加小心地根據(jù)市場流動性來管理基金投資組合。從表7中還發(fā)現(xiàn)，大盤基金的持股組合流動性與流動性擇時能力具有正相關關系，但現(xiàn)金持有比例與流動性擇時能力正相關但不顯著。而對于中小盤基金，其結果則與大盤基金相反。最后，除了平衡型基金，其他類型的基金流動性擇時能力都與基金資金流量具有正相關性。這反映了基金中的“智錢效應”(Smart money effect)，即基金投資者的資金會流向那些業(yè)績表現(xiàn)好的基金。由于高的基金流動性擇時能力可以反映出基金良好的投資能力，因而可以吸引更多投資者，帶來更多的資金流入。

表7 基金流動性擇時能力與基金特征

注：括號中顯示了White穩(wěn)健型標準誤估計得到的t值。

綜上所述，基金的流動性擇時能力與基金年齡、持股組合流動性和現(xiàn)金持有比例有著顯著的負相關關系，而與基金的資金流量有著顯著的正相關關系。也就是說，基金年齡越短，持股組合流動性越差，現(xiàn)金持有比例越低的基金和資金流量越大的基金具有更強的流動性擇時能力。

(二)流動性擇時能力影響基金未來業(yè)績

基金的流動性擇時能力作為基金主動管理能力的一個方面，反映了基金經(jīng)理根據(jù)市場流動性調整基金投資組合風險敞口的能力。那么，基金的這種動態(tài)管理能力是否能轉化為未來的基金業(yè)績呢？為了回答這個問題，本文將實證檢驗基金當期的流動性擇時能力與下一期基金業(yè)績之間的關系，也即檢驗基金的流動性擇時能力是否能預期下一期的基金業(yè)績。

為了檢驗基金的流動性擇時能力對未來基金業(yè)績的預期作用，采用以下步驟進行分析：

(15)

其中，σp,t是基金p在t年的月度收益標準差。

(16)

表8 基金的流動性擇時能力與未來基金業(yè)績

注：使用對個體和時間的群集標準誤(Cluster standard errors)來估計參數(shù)的值。

表8的回歸結果表明，從單因子模型alpha、三因子模型alpha和四因子模型alpha來看，在1%的顯著性水平下基金的流動性擇時能力對下一期基金的業(yè)績都有顯著的正向影響，也即高的基金流動性擇時能力能夠預期基金在下一期有更高的業(yè)績。流動性擇時能力每增加一單位，基金在下一年的月度單因子alpha、三因子alpha和四因子alpha將分別提高0.125、0.079、0.091。盡管從基金的收益和基金的夏普比來看，基金的流動性擇時能力對下一期的基金業(yè)績在10%的顯著性水平上并沒有顯著的影響，但其系數(shù)的符號為正，也能反映基金的流動性擇時能力在一定程度上能預測基金未來的業(yè)績。

綜上所述，基金流動性擇時能力能預期下一期基金有更好的業(yè)績，因而基金通過市場流動性來管理基金投資組合風險敞口的行為是具有經(jīng)濟意義的。

五、穩(wěn)健性檢驗

在上述實證研究部分，本文使用公式(11)估計得到的結果作為基金流動性擇時能力的代理?？紤]到區(qū)分流動性擇時能力和流動性反應能力對準確估計基金流動性擇時能力的重要性，本文基于公式(11)在分別控制市場收益擇時和波動擇時、區(qū)分流動性擇時能力和流動性反應能力兩種情況下得到的流動性擇時能力進行穩(wěn)健性檢驗。

(一)控制市場收益擇時和波動擇時

Pastor & Stambaugh (2003)研究發(fā)現(xiàn)市場流動性與當前市場收益正相關，而與市場波動具有負相關關系，因此，公式(11)所估計出來的基金流動性擇時能力可能包含了市場收益擇時和市場波動擇時的影響。為了剔除兩者影響，在公式(11)中控制市場收益擇時和市場波動擇時項，得到如下公式：

(17)

(二)區(qū)分市場流動性擇時能力與流動性反應能力

市場流動性具有較強的序列相關性質，因而公式(11)估計得到的流動性擇時能力并沒有排除基金經(jīng)理根據(jù)過去的市場流動性信息對當前投資組合市場敞口做出調整的行為。Ferson & Schadt(1996)認為，基金經(jīng)理根據(jù)過去市場信息對投資組合市場敞口做出調整的行為不能反映基金真實的擇時能力，因此Cao et al. (2013b)認為有必要對基金經(jīng)理的流動性反應能力和流動性擇時能力作出區(qū)分，并建立模型如下：

(18)

其中，Liqm,t是市場流動性Lm,t經(jīng)過AR(1)過程后的殘差序列*使用自相關系數(shù)、偏相關系數(shù)、AIC和BIC準則等綜合確定市場流動性服從AR(1)過程：Lm,t=-0.149+0.587Lm,t-1+Liqm,t。，γc度量基金的流動性反應能力。

(三)穩(wěn)健性檢驗結果

1.基金的流動性擇時能力影響因素分析

表9顯示，無論使用模型(17)還是使用模型(18)來估計基金流動性擇時能力，基金年齡、持股組合流動性和現(xiàn)金持有比例對基金的流動性擇時能力有顯著的負向影響，而基金的資金流量則與基金的流動性擇時能力有顯著的正向影響，與前文結論一致。

表9 基金流動性擇時能力與基金特征

2.流動性擇時能力能影響基金未來業(yè)績嗎？

表10顯示，無論使用模型(17)還是使用模型(18)來估計基金流動性擇時能力，實證結果均支持基金的流動性擇時能力對下一期基金的業(yè)績具有顯著的正向影響，也即流動性擇時能力強的基金能在下一期取得更高的基金業(yè)績，這與前文的結論一致。

表10 基金的流動性擇時能力與未來基金業(yè)績

六、結 論

本文在建立理論模型的基礎上，使用中國證券市場上427支基金的數(shù)據(jù)進行實證分析，探討了基金的流動性擇時能力的影響因素以及對于基金業(yè)績的影響。理論分析發(fā)現(xiàn)，基金在市場流動性變好時，其最優(yōu)投資策略是增大市場風險敞口；而在市場流動性變差時，其最優(yōu)策略是降低市場風險敞口。實證研究方面，本文以Amihud的非流動性指標作為市場流動性的代理變量，在四因子模型的基礎上，構建了流動性擇時模型，研究發(fā)現(xiàn)，大約30%的基金具有流動性擇時能力。對不同投資類型的基金分類研究發(fā)現(xiàn)：成長型基金相比價值型和平衡型基金具有更強的流動性擇時能力，中小盤基金比大盤基金具有更強的流動性擇時能力。通過基金的流動性擇時能力與基金特征關系的分析發(fā)現(xiàn)，基金年齡越短、持股組合流動性越差、現(xiàn)金持有比例越低、資金流量越大的基金具有更強的流動性擇時能力。文章進一步還研究了基金流動性擇時能力與未來基金業(yè)績的關系，發(fā)現(xiàn)基金流動性擇時能力能夠預期下一期基金業(yè)績，因此基金的流動性擇時能力具有經(jīng)濟價值，能夠改善基金業(yè)績，給基金投資者帶來更多的好處。盡管在基金總體水平上，中國基金顯示出流動性擇時能力，但在個體基金水平上僅有30%的樣本基金具有這一能力，更多的基金尚未意識到基金流動性擇時的重要性，這為本文的研究和應用提供了進一步的方向。

陳浪南, 朱杰, 熊偉. 時變貝塔條件下的基金多市場擇時能力研究. 管理科學學報, 2014(2): 58—68.

梁麗珍, 孔東民. 中國股市的流動性指標定價研究. 管理科學, 2008(3): 85—93.

李仲飛, 黃宇元, 鄧柏峻. 基金存在流動性擇時能力嗎?——基于中國主動管理開放式股票型基金的實證研究. 金融經(jīng)濟學研究, 2015(2): 108—118.

劉莎莎, 劉玉珍, 唐涯. 信息優(yōu)勢, 風險調整與基金業(yè)績. 管理世界, 2013(8): 73—82.

馬超群, 傅安里, 楊曉光.中國投資基金波動擇時能力的實證研究. 中國管理科學, 2005(2): 22—28.

肖峻, 石勁. 基金業(yè)績與資金流量: 我國基金市場存在“贖回異象” 嗎? 經(jīng)濟研究, 2011(1): 112—125.

張玉龍, 李怡宗. 資產定價中的市場流動性——流動性文獻綜述. 投資研究, 2013(10): 3—17.

張崢, 李怡宗, 張玉龍, 劉翔. 中國股市流動性間接指標的檢驗——基于買賣價差的實證分析. 經(jīng)濟學(季刊), 2013(10):233—262.

Acharya, V. V., & Pedersen, L. H. Asset pricing with liquidity risk. Journal of Financial Economics, 2005, 77(2): 375—410.

Amihud, Y. Illiquidity and stock returns: cross-section and time-series effects. Journal of Financial Markets, 2002, 5(1): 31—56.

Bodson, L., Cavenaile, L., & Sougné, D. A global approach to mutual funds market timing ability. Journal of Empirical Finance, 2013,20(20): 96—101.

Busse, J. A. Volatility timing in mutual funds: Evidence from daily returns. Review of Financial Studies, 1999, 12(5): 1009—1041.

Cao, C., Chen, Y., Liang, B., & Lo, A. W. Can hedge funds time market liquidity? Journal of Financial Economics, 2013a, 109(2): 493—516.

Cao, C., Simin, T. T., & Wang, Y. Do mutual fund managers time market liquidity? Journal of Financial Markets, 2013b, 16(2): 279—307.

Carhart, M. M. On persistence in mutual fund performance. The Journal of Finance, 1997, 52(1): 57—82.

Fama, E. F. Components of investment performance. The Journal of Finance, 1972, 27(3): 551—567.

Fama, E. F., & French, K. R. The cross-section of expected stock returns. The Journal of Finance, 1992, 47(2): 427—465.

Ferson, W. E., & Schadt, R. W. Measuring fund strategy and performance in changing economic conditions. The Journal of Finance, 1996, 51 (2): 425—461.

Pástor, L’., & Stambaugh, R. F. Liquidity risk and expected stock returns. Journal of Political Economy, 2003, 111(3): 642—685.

Simutin, M. Cash Holdings and Mutual Fund Performance. Review of Finance, 2014, 18(4): 1425—1464.

Siegmann, A., & Stefanova, D. The Evolving beta-Liquidity relationship of hedge funds. Journal of Empirical Finance, 2017, In Press.

Tang, K., Wang, W., & Xu, R. Size and performance of Chinese mutual funds: The role of economy of scale and liquidity. Pacific-Basin Finance Journal, 2012, 20(2): 228—246.

Treynor, J., & Mazuy, K. Can mutual funds outguess the market. Harvard Business Review, 1966, 44(4): 131—136.